王彬鈺 貢 喆

（四川師范大學(xué)心理學(xué)院，成都 610000）

1 引言

惡意創(chuàng)造力（malevolent creativity），簡(jiǎn)言之即故意傷害自己或他人的創(chuàng)造力（Cropley， Kaufman， ＆Cropley， 2008； 貢喆， 劉昌， 2016）。 犯罪分子和恐怖分子可能會(huì)運(yùn)用惡意創(chuàng)造力對(duì)社會(huì)帶來巨大的消極影響 （Eisenman， 2010）。 特別在震驚全球的911 恐怖襲擊事件發(fā)生后， 越來越多的研究者清醒地認(rèn)識(shí)到墮入惡意泥沼的創(chuàng)造力危害驚人， 因此關(guān)注與惡意目的有關(guān)的創(chuàng)造力就具有重大的現(xiàn)實(shí)意義（Cropley et al.， 2008）。

當(dāng)前， 研究者致力于揭示惡意創(chuàng)造力的發(fā)生機(jī)制（Gutworth et al， 2016）。 其中，攻擊性被視為惡意創(chuàng)造力的關(guān)鍵前因變量 （Baas， Roskes， Koch，Cheng， ＆ De Dreu， 2019； Lee ＆ Dow， 2011；Harris ＆ Reiter－Palmon， 2015）。 但是，迄今研究?jī)H初步發(fā)現(xiàn)了攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間的密切關(guān)聯(lián)，尚未能充分說明攻擊性促進(jìn)惡意創(chuàng)造力的心理路徑，這不利于厘清惡意創(chuàng)造力的發(fā)生機(jī)制，從而提出更精準(zhǔn)有效的惡意創(chuàng)造力應(yīng)對(duì)措施。因此，本研究著眼于惡意創(chuàng)造力的發(fā)生機(jī)制， 進(jìn)一步探明攻擊性與惡意創(chuàng)造力的關(guān)系。

攻擊性即個(gè)體直接或間接地有意傷害、 挑釁被攻擊對(duì)象， 使被攻擊對(duì)象遭受損害的行為方式或者心理傾向（張麗華， 施國(guó)春， 2016）。 大量研究發(fā)現(xiàn)攻擊性與惡意創(chuàng)造力存在密切關(guān)聯(lián) （Baas et al.，2019； Lee ＆ Dow， 2011； Harris ＆ Reiter－Palmon， 2015）。 例如，Lee 和 Dow（2011）的研究發(fā)現(xiàn)，與低身體攻擊性相比， 高身體攻擊性個(gè)體（physical aggression）在多用途任務(wù)（alternateus task）中能提出更多惡意想法。在此基礎(chǔ)上，Harris 和Reiter－Palmon（2015）發(fā)現(xiàn)高內(nèi)隱攻擊性個(gè)體比低內(nèi)隱攻擊性個(gè)體有更高水平的惡意創(chuàng)造力。 他們基于特質(zhì)激活理論（trait activation theory）認(rèn)為，高攻擊性個(gè)體更易受到外部情境的影響， 從而誘發(fā)惡意創(chuàng)造力。 Baas，Roskes， Koch， Cheng 和 De Dreu（2019）的實(shí)驗(yàn)則進(jìn)一步驗(yàn)證了 Harris 和 Reiter－Palmon（2015）的推測(cè)。 他們發(fā)現(xiàn)，高社會(huì)威脅情境（social threat）能通過喚醒攻擊與防御動(dòng)機(jī)從而誘發(fā)惡意創(chuàng)造力。另外，貢喆、彭?yè)P(yáng)、王賢和劉昌（2017）的研究則表明，高惡意創(chuàng)造力者比低惡意創(chuàng)造力者存在更顯著的攻擊性注意偏向。因此，本研究假設(shè)攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間呈正相關(guān)（H1）。

然而，攻擊性如何導(dǎo)致惡意創(chuàng)造力？研究尚缺乏清晰的解釋， 只是默認(rèn)攻擊性與惡意創(chuàng)造力都兼?zhèn)涔艋驉阂獾膬?nèi)涵（Lee ＆ Dow， 2011）。 這可能帶來的問題是，攻擊性作為一種人格傾向，其與創(chuàng)造性思維層面的惡意創(chuàng)造力究竟如何建構(gòu)關(guān)系難以得到解答。 這不利于阻斷攻擊性與惡意創(chuàng)造力的發(fā)生過程，從而抑制惡意創(chuàng)造力的消極影響。 因此，本研究基于當(dāng)前研究成果，引入不信任（distrust）和創(chuàng)造性思維（creative ideation），構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停接懖恍湃魏蛣?chuàng)造性思維在攻擊性和惡意創(chuàng)造力之間的鏈?zhǔn)街薪樽饔茫?以此闡明攻擊性影響惡意創(chuàng)造力的心理機(jī)制。

不信任即個(gè)體避免承受他人傷害風(fēng)險(xiǎn)的意愿程度（Reimann， Schilke， ＆ Cook， 2017）。 有大量研究表明， 攻擊性與不信任之間存在密切關(guān)聯(lián) （趙靜波， 祝超慧， 2019； Chambers， ＆ Melnyk， 2006；Moritz， Niemeyer， Hottenrott， Schilling， ＆Spitzer， 2013）。 依據(jù)一般攻擊模型 （Anderson ＆Bushman， 2002）， 高攻擊性個(gè)體可能在一定情境的影響下通過敵意解釋偏向誘發(fā)攻擊行為。 研究表明， 高攻擊性個(gè)體會(huì)自動(dòng)將模糊的刺激編碼為帶有敵意的行為 （Wilkowski， Robinson， Gordon， ＆Troop－Gordon， 2007），而此類敵意解釋（hostile interpretation） 過程則被視為一種不信任狀態(tài)（Buck，Pinkham， Harvey， ＆ Penn， 2016）。因此，高攻擊性個(gè)體更可能以不信任的態(tài)度審視外部環(huán)境。此外，不信任與惡意意圖直接相關(guān) （Chambers ＆ Melnyk，2006； Kutsyuruba， ＆ Walker， 2016）。 例如，有研究者認(rèn)為， 不信任由惡意和不可靠性兩個(gè)維度構(gòu)成（Dimoka， 2010）。 因此，不信任與惡意創(chuàng)造力可能存在正向關(guān)聯(lián)。據(jù)此，本研究假設(shè)不信任是攻擊性和惡意創(chuàng)造力之間的中介變量（H2）。

創(chuàng)造性思維（creative ideation）是個(gè)體創(chuàng)造性的具體表現(xiàn)， 其核心是發(fā)散性思維 （divergent thinking），即產(chǎn)生不同想法的能力（Webb， Little， Cropper， ＆ Roze， 2017）。 創(chuàng)造性思維的前因變量是創(chuàng)造性思維領(lǐng)域的核心研究問題， 攻擊性是其中的重要研究?jī)?nèi)容。 弗洛伊德升華理論認(rèn)為性是創(chuàng)造性活動(dòng)的根源（Siljak， 2017），而創(chuàng)造力產(chǎn)品也是攻擊性間接表達(dá)的結(jié)果 （Kashapov， Ogorodova， ＆ Pavlova， 2016）。 Lubart， Mouchiroud， Zenasn 和 Averill（2004）也認(rèn)為，攻擊性實(shí)際上是創(chuàng)造性思維的一種主動(dòng)形式，二者在情緒、喚醒、焦慮、情緒以及情商多個(gè)層面相通。 有研究表明，攻擊性與創(chuàng)造性思維、自評(píng)創(chuàng)造性思維存在顯著地正向關(guān)聯(lián) （Hao， Tang，Yang， Wang， ＆ Runco， 2016； Hughes， David，F(xiàn)urnham， Adrian， ＆ Batey， Mark， 2013）。 惡意創(chuàng)造力同樣有賴于多角度思考問題的創(chuàng)造性思維過程，從而幫助個(gè)體以靈活、新穎的方式解決一般惡意行為難以解決的困境。 因此，本研究認(rèn)為，創(chuàng)造性思維作為創(chuàng)造力表現(xiàn)的基本思維過程， 能夠?qū)阂鈩?chuàng)造力產(chǎn)生促進(jìn)作用。 據(jù)此，本研究假設(shè)創(chuàng)造性思維是攻擊性和惡意創(chuàng)造力之間的另一個(gè)中介變量（H3）。

此外，一系列研究表明，不信任還能夠促進(jìn)創(chuàng)造性思維（Friesen ＆ Sinclair， 2011； Kleiman， Sher，Elster， ＆ Mayo， 2015； Mayer， Jennifer， ＆ Mussweiler， 2011）。 例如，Mayo 和 Ruth（2015）使用面孔圖片激活被試的信任和不信任狀態(tài)， 令被試對(duì)意義相近或相反的詞組按鍵反應(yīng)。 結(jié)果發(fā)現(xiàn)與信任組相比，不信任組對(duì)相反詞的反應(yīng)時(shí)更短。這表明不信任激活了個(gè)體的非常規(guī)思維。 Mayo 和 Ruth（2015）認(rèn)為：一方面，不信任激發(fā)的自發(fā)認(rèn)知過程有助于增加認(rèn)知靈活性，從而促進(jìn)創(chuàng)造性思維；另一方面，不信任降低了常規(guī)思維的可及性（accessibility），有助于規(guī)避思維僵化和刻板印象。此外，考慮到攻擊性可能喚醒個(gè)體的不信任狀態(tài)， 不信任與創(chuàng)造性思維之間存在密切關(guān)聯(lián)， 且創(chuàng)造性思維可能有助于激發(fā)惡意創(chuàng)造力。因此，本研究假設(shè)不信任促進(jìn)創(chuàng)造性思維同樣是攻擊性影響惡意創(chuàng)造力的中介心理機(jī)制（H4）。

綜上所述， 本研究探討攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間的關(guān)系， 重點(diǎn)考察不信任和創(chuàng)造性思維的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

2 研究方法

2.1 研究對(duì)象

在某高校隨機(jī)招募被試共734 人， 通過網(wǎng)絡(luò)調(diào)查的形式進(jìn)行問卷發(fā)放。 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行收集后剔除了無效被試94 人（漏答或未通過測(cè)偽題目）。最終有效被試為 640 人， 年齡在 17 到 36 歲之間， 平均年齡20.4 歲。有效回收率為 87.2%。在回收的 640 份問卷中，女性 493 人（77.0%），男性 147 人（22.9%）。

2.2 研究工具

2.2.1 攻擊性問卷中文版

使用李獻(xiàn)云等人（2011）修訂的Buss 和Perry 攻擊性問卷中文版 （Chinese version of Buss ＆ Perry aggression questionnaire，AQ－CV）測(cè)量攻擊性。 該量表共30 個(gè)條目，包括5 個(gè)維度，即身體攻擊性、言語攻擊性、憤怒、敵意、指向自我的攻擊性。 量表采用5點(diǎn)計(jì)分，1 表示不符合，5 表示完全符合。 本研究中，量表內(nèi)部一致性系數(shù)α 為0.89。

2.2.2 不信任傾向量表（disposition to distrust）

使用Lowry 等人（2015）編制的不信任傾向量表測(cè)量不信任。該量表共13 個(gè)條目，包括4 個(gè)維度，即懷疑人性－仁慈 （suspicion of humanity－Benevolence）， 懷疑人性－正直 （suspicion of humanity－Integrity）， 懷疑人性－能力 （suspicion of humanitycompetence），不信任的立場(chǎng)（distrusting stance）。 量表采用7 點(diǎn)計(jì)分，1 表示完全不同意，7 表示完全同意。 本研究中，量表內(nèi)部一致性系數(shù) α 為 0.89。

2.2.3 Runco 概念生成行為量表

使用 Runco，Plucker 和 Lim（2001）編制的概念生成行為量表測(cè)量創(chuàng)造性思維（runco ideational behavior scale， RIBS）。 該量表共 23 個(gè)條目， 包括 2個(gè)維度。量表采用5 點(diǎn)計(jì)分，1 表示從不，5 表示非常頻繁。 本研究中，量表內(nèi)部一致性系數(shù) α 為 0.90。

2.2.4 惡意創(chuàng)造力行為量表

使用Hao 等人（2016）編制的惡意創(chuàng)造力行為量表 （malevolent creativity behavior scale， MCBS）評(píng)估惡意創(chuàng)造力。 該量表共13 個(gè)條目，包括3 個(gè)維度，即傷害他人、開玩笑和撒謊。量表采用5 點(diǎn)計(jì)分，1 表示完全沒有，5 表示總是。本研究中，量表內(nèi)部一致性系數(shù) α 為 0.80。

2.3 數(shù)據(jù)處理

運(yùn)用SPSS 20 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ筒捎?Hayes （2012） 編制的 SPSS 宏（PROCESS v2.16.3， is written by Andrew F. Hayes， http： ／ ／www.afhayes. com）中的 Model6 進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.4 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究通過匿名和部分項(xiàng)目反向計(jì)分從程序上控制共同方法變異。 對(duì)所收集數(shù)據(jù)使用Harman 的單因子檢驗(yàn)進(jìn)行共同方法變異的檢驗(yàn)， 結(jié)果特征根大于1 的因子共 7 個(gè)， 最大因子方差解釋率為27.45%（小于40%），故本研究不存在嚴(yán)重的共同方法變異。

3 結(jié)果與分析

3.1 攻擊性、不信任、創(chuàng)造性思維與惡意創(chuàng)造力的相關(guān)分析

皮爾遜積差相關(guān)分析結(jié)果表明 （如表1 所示）：攻擊性、不信任、惡意創(chuàng)造力、創(chuàng)造性思維兩兩之間均呈顯著正相關(guān)，而性別只與惡意創(chuàng)造力、攻擊性呈顯著正相關(guān)。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和變量間的相關(guān)分析

3.2 模型驗(yàn)證分析

使用 Hayes（2012）編制的 SPSS 宏以 Bootstrap法重復(fù)抽樣10000 次， 求出各系數(shù)和中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間，在控制性別的條件下，分析不信任和創(chuàng)造性思維在攻擊性對(duì)惡意創(chuàng)造力影響中的中介作用?；貧w分析表明（如表2 所示）：攻擊性對(duì)惡意創(chuàng)造力的直接預(yù)測(cè)作用顯著（β＝0.28，p＜0.001），攻擊性顯著正向預(yù)測(cè)了不信任（β＝0.33，p＜0.001）和創(chuàng)造性思維（β＝0.11，p＜0.01），不信任顯著預(yù)測(cè)了創(chuàng)造性思維（β＝0.11，p＜0.001），不信任和創(chuàng)造性思維分別顯著預(yù)測(cè)了惡意創(chuàng)造力 （β＝0.19，p＜0.001；β＝0.34，p＜0.001）。

表2 模型中變量關(guān)系的回歸分析

中介效應(yīng)的分析結(jié)果表明 （如表3 和圖1 所示）： 攻擊性對(duì)惡意創(chuàng)造力的直接效應(yīng)值為0.28，不信任和創(chuàng)造性思維在攻擊性和惡意創(chuàng)造力之間起中介作用，其中介效應(yīng)值為0.11，占攻擊性對(duì)惡意創(chuàng)造力的總效應(yīng)（0.39）的 28.80%。 具體來看，中介效應(yīng)由三條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)組成： 通過攻擊性→不信任→惡意創(chuàng)造力的間接效應(yīng) 1 （0.06）； 通過攻擊性→不信任→創(chuàng)造性思維→惡意創(chuàng)造力的間接效應(yīng)2（0.01）；通過攻擊性→創(chuàng)造性思維→惡意創(chuàng)造力的間接效應(yīng) 3（0.04）。 表 3 數(shù)據(jù)顯示，三個(gè)間接效應(yīng)依次占總效應(yīng)的 16.22%，3.00%和 9.61%。 它 們的Bootstrap95%置信區(qū)間均不包含0， 表明三個(gè)間接效應(yīng)均達(dá)到顯著水平。 兩兩比較不同路徑的間接效應(yīng)是否存在顯著差異： 比較1 表明間接效應(yīng)1與間接效應(yīng)2 存在顯著差異； 比較2 表明間接效應(yīng)1 與間接效應(yīng)3 之間不存在顯著差異； 比較3表明間接效應(yīng)2 與間接效應(yīng)3 之間也不存在顯著差異。

表3 不信任和創(chuàng)造性思維的中介效應(yīng)分析

圖1 不信任和創(chuàng)造性思維的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/p>

4 討論

本研究通過構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ停?探討了攻擊性與惡意創(chuàng)造力的關(guān)系及不信任和創(chuàng)造性思維的作用機(jī)制。 這不僅有助于我們分別從不信任和創(chuàng)造性思維的視角理解“攻擊性如何導(dǎo)致惡意創(chuàng)造力”的問題， 而且有助于我們整合不信任與創(chuàng)造性思維關(guān)系的研究進(jìn)展，揭示惡意創(chuàng)造力的內(nèi)部發(fā)生機(jī)制。

中介分析表明， 攻擊性是惡意創(chuàng)造力的直接預(yù)測(cè)因素， 而不信任和創(chuàng)造性思維則是攻擊性誘發(fā)惡意創(chuàng)造力的間接因素。 該結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了攻擊性與惡意創(chuàng)造力的密切關(guān)聯(lián)， 與前人研究結(jié)果非常一致 （Baas et al.， 2019； Lee ＆ Dow， 2011； Harris＆ Reiter－Palmon， 2015； 貢喆等， 2017）。 這再次表明作為人格傾向的攻擊性能夠?qū)阂鈩?chuàng)造力形成有力的預(yù)測(cè)作用。 不信任和創(chuàng)造性思維的獨(dú)立中介作用則顯示， 不信任和創(chuàng)造性思維是攻擊性影響惡意創(chuàng)造力的心理發(fā)生機(jī)制。 攻擊性一方面誘發(fā)個(gè)體的不信任傾向，另一方面也同時(shí)激活了創(chuàng)造性思維。就前者路徑而言， 本研究發(fā)現(xiàn)攻擊性正向影響不信任， 與前人研究結(jié)果一致 （Chambers， ＆ Melnyk，2006； Moritz et al.， 2013）。 攻擊性誘發(fā)不信任傾向的心理過程， 可能與高攻擊性個(gè)體易于將模糊的刺激自動(dòng)化編碼為敵意符號(hào)的行為傾向有關(guān)（Wilkowski et al.， 2007）。 一般攻擊模型特別強(qiáng)調(diào)評(píng)估和決策過程對(duì)于攻擊行為的基礎(chǔ)作用（Anderson ＆ Bushman， 2002），認(rèn)為高攻擊性個(gè)體通過敵意解釋偏向誘發(fā)攻擊行為， 而敵意解釋偏向則又與不信任相通（Buck et al.， 2016），這就建構(gòu)了攻擊性與不信任傾向的鏈接。接下來，包含“惡意”的不信任傾向則進(jìn)一步驅(qū)使個(gè)體以負(fù)向和惡意的心態(tài)去揣度他人（Chambers， ＆ Melnyk， 2006），繼而促進(jìn)惡意創(chuàng)造力的發(fā)揮。對(duì)后條路徑而言，本研究驗(yàn)證了攻擊性與創(chuàng)造性思維的密切關(guān)聯(lián)， 與一些前人研究結(jié)果一致（Hao et al，， 2016； Hughes et al.， 2013）。這提示攻擊性可能作為一種創(chuàng)造性思維的主動(dòng)形式， 通過與創(chuàng)造性思維共享多個(gè)基礎(chǔ)心理過程（Lubart et al.， 2004），激活了個(gè)體運(yùn)用創(chuàng)造性思維的傾向。 另外，創(chuàng)造性思維具備“跳出框架”（thinking outside the box）思考問題的特性，雖然能夠進(jìn)一步促進(jìn)思維方式的變通性和靈活性， 但也同時(shí)帶來了跨越道德或法律邊界的風(fēng)險(xiǎn)。例如，有研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)造性思維與撒謊、犯罪之間存在密切關(guān)系（Eisenman， 2010； Gino， ＆ Wiltermuth， 2014）。 最終，這將提升個(gè)體惡意創(chuàng)造的思維方式和行為傾向。

此外，本研究還發(fā)現(xiàn)了“不信任到創(chuàng)造性思維”構(gòu)成的鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ鸵彩枪粜杂绊憪阂鈩?chuàng)造力的重要途徑。 這驗(yàn)證了不信任與創(chuàng)造性思維之間的正向關(guān)系， 與前人研究一致 （Mayer et al.， 2011；Mayo ＆ Ruth， 2015； Kleiman et al.， 2015）。Mayo和Ruth（2015）認(rèn)為，不信任狀態(tài)有助于個(gè)體以更靈活的思維方式加工信息， 同時(shí)降低常規(guī)思維的可及性，最終促進(jìn)創(chuàng)造性思維的發(fā)揮。過往研究聚焦于暫時(shí)激活的不信任狀態(tài)對(duì)創(chuàng)造性思維的激活作用，而本研究發(fā)現(xiàn)更穩(wěn)定的不信任傾向同樣與創(chuàng)造性思維之間存在密切關(guān)聯(lián)。 這可能意味著攻擊性可能塑造個(gè)體的不信任傾向， 而不信任傾向則能喚醒創(chuàng)造性思維，進(jìn)而激發(fā)惡意創(chuàng)造力。 不過值得注意的是，本研究發(fā)現(xiàn)， 攻擊性→不信任→惡意創(chuàng)造力的間接效應(yīng)1 顯著大于攻擊性→不信任→創(chuàng)造性思維→惡意創(chuàng)造力的間接效應(yīng)2， 這意味著在攻擊性到惡意創(chuàng)造力的發(fā)生路徑中，與間接效應(yīng)2 相比，間接效應(yīng)1發(fā)揮了更主要的中介作用。一方面，這說明間接效應(yīng)1 比間接效應(yīng)2 對(duì)惡意創(chuàng)造力的影響更為直接和有效，另一方面，這可能也與本研究表征了更為穩(wěn)定的不信任傾向而非不信任狀態(tài)有關(guān)。 Mayo 和Ruth（2015）推測(cè)，與不信任傾向相比，不信任狀態(tài)與創(chuàng)造性思維之間的關(guān)聯(lián)更為緊密。

最后，本研究還發(fā)現(xiàn)，與女性相比，男性的惡意創(chuàng)造力水平更高， 這與前人研究結(jié)果一致 （Lee ＆Dow， 2011； 貢喆 等， 2017）， 支持了男性在惡意創(chuàng)造力方面的優(yōu)勢(shì)效應(yīng)。 鑒于攻擊性對(duì)惡意創(chuàng)造力的重要前因作用， 且男性在攻擊性方面的表現(xiàn)更為突出（Bettencourt ＆ Miller， 1996）。 因此，男性惡意創(chuàng)造力的性別優(yōu)勢(shì)可能與攻擊性的性別差異存在一定關(guān)聯(lián)。

本研究也存在一些局限：首先，作為橫斷面研究（cross sectional study）， 無法真正對(duì)變量間的因果關(guān)系進(jìn)行推斷，未來研究可考慮采用縱向研究（longitudinal study）或進(jìn)一步借助實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)檢驗(yàn)攻擊性與惡意創(chuàng)造力關(guān)系的發(fā)生機(jī)制。其次，本研究初步探討了攻擊性如何導(dǎo)致惡意創(chuàng)造力的問題， 未來研究還可以引入其它相關(guān)的中介變量或調(diào)節(jié)變量， 從而進(jìn)一步厘清攻擊性影響惡意創(chuàng)造力的發(fā)生機(jī)制和邊界效應(yīng)。

6 結(jié)論

不信任是攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間的中介變量。

創(chuàng)造性思維是攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間的中介變量。

不信任和創(chuàng)造性思維在攻擊性與惡意創(chuàng)造力之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>